劉潔敏

一、引言

1994年4月15日，GATT第八輪多邊貿(mào)易談判(烏拉圭回合)通過(guò)了《建立WTO協(xié)定》，其中《貨物多邊貿(mào)易協(xié)定》包括《實(shí)施衛(wèi)生與植物衛(wèi)生措施協(xié)議》(SPS)和《技術(shù)性貿(mào)易壁壘協(xié)議》(TBT)等附件。SPS協(xié)議僅涉及食品安全、動(dòng)物衛(wèi)生和植物衛(wèi)生等三個(gè)領(lǐng)域的措施，而TBT協(xié)議則管轄除與上述三個(gè)領(lǐng)域有關(guān)的衛(wèi)生與植物衛(wèi)生措施外的其他所有產(chǎn)品的技術(shù)法規(guī)和標(biāo)準(zhǔn)。(1)薛榮久：《世界貿(mào)易組織概論》，清華大學(xué)出版社2018年版，第114頁(yè)。廣義而言，TBT和SPS措施都屬于技術(shù)性貿(mào)易措施范疇。據(jù)中國(guó)海關(guān)總署調(diào)查，2019年中國(guó)有19.68%的出口企業(yè)受到國(guó)外技術(shù)性貿(mào)易措施影響，因遭受退貨、銷(xiāo)毀、產(chǎn)品降級(jí)或者喪失訂單等所發(fā)生的直接損失額達(dá)692.08億元，因進(jìn)行技術(shù)升級(jí)改造、檢測(cè)認(rèn)證等新增加成本161.14億元。(2)劉建華等：《三步做好技術(shù)性貿(mào)易措施應(yīng)對(duì)》，《中國(guó)海關(guān)》2021年第4期，第30頁(yè)。

隨著近年來(lái)各國(guó)TBT與SPS措施的不斷增多，其對(duì)中國(guó)貨物貿(mào)易出口的影響引人關(guān)注。實(shí)證研究方面，劉林蔚等(2016)驗(yàn)證了TBT措施對(duì)中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口短期有抑制作用，長(zhǎng)期則TBT與SPS措施均有促進(jìn)作用。田曦等(2019)驗(yàn)證了TBT措施負(fù)效應(yīng)顯著，且對(duì)農(nóng)產(chǎn)品出口的負(fù)效應(yīng)越滯后越顯著。付韶軍等(2020)驗(yàn)證了TBT措施對(duì)中國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)品出口大都存在負(fù)效應(yīng)，但其滯后一期存在正效應(yīng)。崔景華等(2021)驗(yàn)證了TBT措施在實(shí)施初期對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)品出口有抑制作用，但抑制作用會(huì)因倒逼企業(yè)合規(guī)創(chuàng)新、提升技術(shù)水平而逐年減弱。王霞(2021)驗(yàn)證了特定行業(yè)中一些年均進(jìn)口覆蓋率較高的限制性TBT措施并未對(duì)中國(guó)產(chǎn)品出口產(chǎn)生抑制作用，有些甚至表現(xiàn)為顯著的促進(jìn)作用。丁陽(yáng)等(2016)論證了農(nóng)食產(chǎn)品、機(jī)電儀器、化礦金屬、紡織鞋帽、橡塑皮革、玩具家具和木材紙張非金屬類(lèi)等七個(gè)行業(yè)歷年平均有約四分之一出口企業(yè)受TBT與SPS措施影響。朱信凱等(2020)驗(yàn)證了TBT措施雖延長(zhǎng)了企業(yè)出口周期，但當(dāng)行業(yè)受影響范圍變廣，企業(yè)通過(guò)聯(lián)合研發(fā)、信息分享以及運(yùn)用爭(zhēng)端解決機(jī)制等方式減輕不利影響的倒逼效應(yīng)越明顯。

上述文獻(xiàn)大多基于引力模型進(jìn)行了實(shí)證分析，有些基于同類(lèi)行業(yè)和產(chǎn)品的實(shí)證研究結(jié)果差異明顯。從宏觀層面來(lái)看，政府制定和調(diào)整貿(mào)易及產(chǎn)業(yè)政策，提出幫扶各類(lèi)出口企業(yè)“走出去”的支持舉措，在很大程度上要兼顧各方利益，這就有賴(lài)于對(duì)中國(guó)貨物貿(mào)易出口全局的了解。因此，基于中國(guó)貨物貿(mào)易出口的整體情況，對(duì)技術(shù)性貿(mào)易措施的影響進(jìn)行研究或能打開(kāi)全局視角。

二、中國(guó)貨物貿(mào)易出口現(xiàn)狀

中國(guó)入世以來(lái)，貨物貿(mào)易快速發(fā)展，出口額年均增長(zhǎng)13.33%，出口結(jié)構(gòu)不斷轉(zhuǎn)型升級(jí)。以2014年至2020年為例，中國(guó)機(jī)電產(chǎn)品的年均出口額占出口總額的58.04%，其中一半為高新技術(shù)產(chǎn)品。僅2020年，電力機(jī)械器具、電信及聲音錄制重放裝備、辦公機(jī)械及自動(dòng)數(shù)據(jù)處理設(shè)備、通用工業(yè)機(jī)械設(shè)備及零件等四類(lèi)機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備的出口額就占出口總額的40.61%。其它出口產(chǎn)品則分散在各個(gè)行業(yè)，紡織、服裝、塑料、家具、鞋靴、玩具等行業(yè)保持長(zhǎng)期穩(wěn)定的出口份額。與此同時(shí)，WTO通報(bào)的全球新增TBT與SPS措施件數(shù)也逐年增多，中國(guó)面臨的出口環(huán)境日趨嚴(yán)峻。中國(guó)出口與全球TBT/SPS數(shù)據(jù)參見(jiàn)圖1和表1。

圖1 2001年-2020年中國(guó)出口增長(zhǎng)與全球TBT/SPS的增長(zhǎng)

表1 2014年至2020年中國(guó)主要商品出口額(單位：億美元)

由于中國(guó)貨物貿(mào)易出口具有產(chǎn)品行業(yè)既集中又分散的特點(diǎn)，如果僅針對(duì)龍頭行業(yè)進(jìn)行研究，或許無(wú)法惠及出口占比微小的行業(yè)，更無(wú)法對(duì)小微企業(yè)的產(chǎn)品走出去給予政策指導(dǎo)。因此，本文基于貨物貿(mào)易宏觀數(shù)據(jù)，分別從國(guó)別和行業(yè)兩個(gè)維度就國(guó)外技術(shù)性貿(mào)易措施對(duì)中國(guó)出口的影響，以及中國(guó)技術(shù)性貿(mào)易措施對(duì)本國(guó)出口的影響建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行實(shí)證分析，以期提出對(duì)中國(guó)貨物貿(mào)易出口有普適性的政策建議。

三、計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型和實(shí)證分析

(一)國(guó)外技術(shù)性貿(mào)易措施對(duì)中國(guó)出口影響的拓展引力模型

1.理論模型構(gòu)建、變量和數(shù)據(jù)說(shuō)明

Tinbergen(1962)和Poyhonen(1963)最早將貿(mào)易引力模型引入經(jīng)濟(jì)貿(mào)易領(lǐng)域，主要論證雙邊貿(mào)易出口量取決于兩國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模和地理距離。作為傳統(tǒng)貿(mào)易引力模型，其基本形式為：

(1)

其中，Tij表示i國(guó)和j國(guó)之間的貿(mào)易流量；A是引力模型的常數(shù)系數(shù)；Yi和Yj分別表示i國(guó)和j國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模；Dij表示i國(guó)和j國(guó)之間的距離。

McCallum(1995)在研究美國(guó)和加拿大雙邊貿(mào)易時(shí)提出了著名的“邊境之謎”，其計(jì)量模型增加了一個(gè)邊境虛擬變量。Anderson(2003)對(duì)McCallum(1995)的“邊境之謎”進(jìn)行了后續(xù)研究，并將引力模型重寫(xiě)為：

(2)

其中，Tij表示i國(guó)對(duì)j國(guó)的產(chǎn)品出口額；Yi和Yj分別用i國(guó)和j國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)來(lái)衡量；Yw用世界各國(guó)GDP總和來(lái)衡量；σ為所有產(chǎn)品之間的替代彈性；tij表示i國(guó)和j國(guó)之間的貿(mào)易成本因子，如果僅考慮i國(guó)到j(luò)國(guó)的運(yùn)輸成本，tij可以定義為Dij的一個(gè)函數(shù)；Pi和Pj分別表示i國(guó)和j國(guó)的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)，(3)Anderson(2003)指出，{Pi}不能被簡(jiǎn)單地被詮釋為消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)，比如非貿(mào)易品、匯率等因素都顯著影響著各國(guó)的價(jià)格水平，這些都使得{Pi}因存在許多測(cè)量問(wèn)題而無(wú)法觀察。這是(2)式與(1)式的關(guān)鍵區(qū)別，含義是：雙邊貿(mào)易流量由相對(duì)貿(mào)易壁壘決定，即取決于兩國(guó)之間的雙邊貿(mào)易壁壘tij和它們與所有貿(mào)易伙伴之間的平均貿(mào)易壁壘Pi×Pj之間的比值。Anderson(2003)的引力模型將雙邊貿(mào)易流量與經(jīng)濟(jì)規(guī)模、雙邊貿(mào)易壁壘和多邊阻力變量聯(lián)系在一起，使其更適合全球化背景下雙邊貿(mào)易流量的測(cè)度。

本文基于Anderson(2003)引力模型進(jìn)行拓展，構(gòu)建國(guó)外技術(shù)性貿(mào)易措施對(duì)中國(guó)出口影響的模型。被解釋變量為“中國(guó)對(duì)貿(mào)易國(guó)的貨物出口額(Exportit)”，解釋變量先引入傳統(tǒng)引力模型的“貿(mào)易國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDPit)”“中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(CNGDP1t)”和“中國(guó)與貿(mào)易國(guó)之間的距離(DistWTIit)”(4)為體現(xiàn)距離因素造成的貿(mào)易運(yùn)輸成本變化，本文對(duì)距離變量進(jìn)行了數(shù)據(jù)處理：DistWTLIT由貿(mào)易國(guó)與中國(guó)首都之間的人口加權(quán)距離(Dist)乘以年度原油期貨指數(shù)(WTI)計(jì)算得出。在計(jì)算年度原油期貨指數(shù)時(shí)，先使用WTI原油期貨美元收盤(pán)價(jià)計(jì)算年度平均價(jià)格，再以2001年度油期貨平均價(jià)格為基期計(jì)算年度原油期貨指數(shù)。等，再引入“貿(mào)易國(guó)出臺(tái)的技術(shù)性貿(mào)易措施件數(shù)(TBT/SPSit)”取代雙邊貿(mào)易壁壘的“邊境”作為核心解釋變量，最后將難以測(cè)度的兩國(guó)價(jià)格指數(shù)分解成影響價(jià)格指數(shù)的各類(lèi)因素作為多邊阻力項(xiàng)?？紤]到價(jià)格指數(shù)依賴(lài)于所有的雙邊阻力，以及那些與貿(mào)易國(guó)本身可能無(wú)直接關(guān)系的因素，因此基于理論和以往文獻(xiàn)的經(jīng)驗(yàn)研究，同時(shí)考慮本文研究的貿(mào)易流量的單向性(中國(guó)對(duì)貿(mào)易國(guó)的出口)，引入“貿(mào)易國(guó)官方貨幣對(duì)美元的匯率(ERUSit)”“貿(mào)易國(guó)進(jìn)口關(guān)稅稅率(Tariffit)”“貿(mào)易國(guó)進(jìn)口依存度(IDDit)”“世界其它國(guó)家出臺(tái)的技術(shù)性貿(mào)易措施件數(shù)(WDTBT/SPSit)”，以及“中國(guó)從貿(mào)易國(guó)的貨物進(jìn)口額(Importit)”等解釋變量。具體模型設(shè)定如下：

lnExportit=β1lnTBT/SPSit+γ1lnGDPit+γ2lnCNGDP1t+γ3lnDistWTIit+δ1lnERUSit+δ2Tariffit

+δ3IDDit+δ4lnWDTBT/SPSit+δ5lnImportit+αi+λt+εit

(3)

其中，變量角標(biāo)1表示中國(guó)，i表示貿(mào)易國(guó)，t表示年度；αi、λt、εit均為不可觀測(cè)項(xiàng)，其中αi反映了中國(guó)與特定貿(mào)易國(guó)之間雙邊貿(mào)易的異質(zhì)性，為僅與貿(mào)易國(guó)有關(guān)的不可觀測(cè)項(xiàng)，λt為僅與時(shí)間有關(guān)的不可觀測(cè)項(xiàng)，εit為與貿(mào)易國(guó)和時(shí)間均有關(guān)的誤差擾動(dòng)項(xiàng)。

在選取貿(mào)易國(guó)樣本時(shí)，首先考慮中國(guó)對(duì)其出口額超過(guò)130億美元(5)根據(jù)中國(guó)海關(guān)總署《2020年12月進(jìn)出口商品國(guó)別(地區(qū))總值表(美元值)》統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，具體列名的國(guó)別(地區(qū))為236個(gè)(除中國(guó)外)，即每個(gè)國(guó)別(地區(qū))的平均貿(mào)易份額約為0.42%(1/236)，故本文設(shè)定略高于該水平的0.50%為選取主要貿(mào)易國(guó)別時(shí)的門(mén)檻，依次考察中國(guó)出口額、進(jìn)出口總額和進(jìn)口額的占比是否達(dá)到0.50%以上。的前35個(gè)貿(mào)易伙伴，因國(guó)別研究需剔除中國(guó)香港和臺(tái)灣地區(qū)，再依次剔除雙邊貿(mào)易額低于200億美元的尼日利亞、巴基斯坦、孟加拉國(guó)、捷克和埃及，同時(shí)綜合考慮中國(guó)進(jìn)口額超過(guò)100億美元的國(guó)家，選取新西蘭作為擴(kuò)充樣本，最終選定中國(guó)對(duì)美國(guó)、日本、越南、韓國(guó)、德國(guó)、荷蘭、英國(guó)、印度、新加坡、馬來(lái)西亞、澳大利亞、俄羅斯、泰國(guó)、墨西哥、加拿大、菲律賓、印度尼西亞、法國(guó)、巴西、意大利、阿聯(lián)酋、沙特阿拉伯、西班牙、波蘭、比利時(shí)、土耳其、智利、南非和新西蘭等29個(gè)貿(mào)易國(guó)(以下簡(jiǎn)稱(chēng)“29國(guó)”)2001年至2020年貨物出口及相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。根據(jù)WTO通報(bào)，2001年至2020年間，29國(guó)累計(jì)新增(含實(shí)施)TBT措施11323件、SPS措施11859件，兩項(xiàng)合計(jì)占全球總數(shù)的48.60%。主要變量及數(shù)據(jù)說(shuō)明、主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2和表3。

表2 主要變量名稱(chēng)、含義及數(shù)據(jù)來(lái)源

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用Stata/MP14.0計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件。按(3)式對(duì)除“貿(mào)易國(guó)進(jìn)口關(guān)稅稅率(Tariffit)”“貿(mào)易國(guó)進(jìn)口依存度(IDDit)”外的8個(gè)變量均取自然對(duì)數(shù)后，再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。所有變量均至少通過(guò)一種同根檢驗(yàn)(LLC和HT法)和一種異根檢驗(yàn)(IPS、Fishertype和Hadri LM法)，故判定該平衡面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)，可以進(jìn)行回歸分析。

2.估計(jì)方法、穩(wěn)健性檢驗(yàn)和回歸結(jié)果

先對(duì)(3)式建立混合效應(yīng)模型(OLS)回歸參照系，再對(duì)其分別控制個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)模型(FE)進(jìn)行估計(jì)，F(xiàn)檢驗(yàn)拒絕不存在個(gè)體異質(zhì)性的原假設(shè)，進(jìn)一步用LSDV法來(lái)考察，確認(rèn)FE模型優(yōu)于OLS模型；在對(duì)其進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)估計(jì)后，LM檢驗(yàn)同樣拒絕原假設(shè)，即RE模型優(yōu)于OLS模型；穩(wěn)健的豪斯曼檢驗(yàn)拒絕個(gè)體異質(zhì)性與解釋變量不相關(guān)的原假設(shè)，即FE模型優(yōu)于RE模型。經(jīng)比較分析，采用雙向固定效應(yīng)模型LSDV法，回歸結(jié)果詳見(jiàn)表4。考慮到本文選取的樣本為n=29、T=20(n>T)的短面板，可以不考慮“面板自相關(guān)”，(6)陳強(qiáng)：《高級(jí)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)及Stata應(yīng)用(第二版)》，高等教育出版社2014年版，第264頁(yè)。而且一般認(rèn)為n<50為小樣本聚類(lèi)模型，聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)小樣本聚類(lèi)可能失效，故采用表4第(3)列穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的回歸結(jié)果。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果比較

再對(duì)(3)式進(jìn)行核心解釋變量(lnTBT/SPSit)的滯后一期(t-1)和滯后二期(t-2)回歸，驗(yàn)證技術(shù)性貿(mào)易措施對(duì)中國(guó)貨物出口是否存在滯后影響，回歸結(jié)果詳見(jiàn)表5。作為對(duì)照，表5的第(1)列僅考察貿(mào)易國(guó)當(dāng)年新增技術(shù)性貿(mào)易措施的影響，第(2)和(3)列分別考察新增技術(shù)性貿(mào)易措施在一年和兩年以后的影響。

表5 貿(mào)易國(guó)技術(shù)性貿(mào)易措施對(duì)中國(guó)貨物出口的滯后影響

最后，采用替換解釋變量的方法進(jìn)行計(jì)量模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)。將中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的2001年至2020年外商對(duì)華投資總額(FDI1t)作為新解釋變量(lnFDI1t)替換(3)式的中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(lnCNGDP1t)進(jìn)行回歸。在確定新變量時(shí)序平穩(wěn)后仍采用LSDV方法進(jìn)行雙向固定效應(yīng)估計(jì)，同時(shí)考慮FDI對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)總量影響的滯后效應(yīng)，回歸結(jié)果詳見(jiàn)表6?？梢钥吹?，表6第(2)至(4)列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果中所有解釋變量均維持符號(hào)不變，傳統(tǒng)引力模型中代表經(jīng)濟(jì)總量的貿(mào)易國(guó)GDP和外商對(duì)華直接投資總額FDI(含滯后一期、二期)都在0.1%統(tǒng)計(jì)水平下顯著。其中第(1)和(2)列的當(dāng)期回歸中，除了距離變量參數(shù)估計(jì)值和顯著性略有差異外，其余解釋變量的參數(shù)估計(jì)值和穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤幾乎完全一致。核心解釋變量(lnTBT/SPSit)仍與出口額(lnExportit)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且隨著FDI滯后期數(shù)的增加顯著性有所下降，其參數(shù)估計(jì)值也逐年減小，與預(yù)期相符，說(shuō)明該拓展引力模型穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果比較

將表4第(3)列的基準(zhǔn)回歸結(jié)果參數(shù)估計(jì)值代入拓展引力模型(3)式后，可以得到具體回歸方程如下：

(0.00949) (0.0445) (0.152) (0.105)

+0.183lnERUSit-3.296Tariffit+0.533IDDit-0.803lnWDTBT/SPSit+0.139lnImportit

(0.0454) (0.348) (0.0916) (0.301) (0.0271)

(4)

從(4)式可以看出，在其他條件不變的情況下，如果貿(mào)易國(guó)TBT/SPS措施年新增1%，那么中國(guó)對(duì)該國(guó)的貨物年出口額將下降0.0308%。從表3可以看到，2001年至2020年間29國(guó)年新增技術(shù)性貿(mào)易措施的最大值為414件，均值約為40件，而中國(guó)對(duì)貿(mào)易國(guó)貨物年出口額最大值為4784.23億美元，均值約為377億美元，按均值推算，貿(mào)易國(guó)如年新增1件技術(shù)性貿(mào)易措施，那么中國(guó)對(duì)該國(guó)的貨物年出口額約減少2902.90萬(wàn)美元。

事實(shí)上從圖1可以看到，中國(guó)入世的20年間，WTO通報(bào)的每年新增TBT/SPS措施件數(shù)總和由2001年的1163件上升至2020年的3648件，最大年增幅超過(guò)25%，年均增幅為7.09%。僅按年均增幅計(jì)算，中國(guó)受此影響的貨物出口額降幅約為0.22%。以2020年為例，中國(guó)貨物出口額為25906.46億美元，而WTO通報(bào)的當(dāng)年新增TBT/SPS措施件數(shù)總和增長(zhǎng)8.77%，可以推算出，2020年中國(guó)受?chē)?guó)外技術(shù)性貿(mào)易措施影響減少的出口額達(dá)70億美元。從表5可以看到，TBT/SPS措施出臺(tái)一年后的參數(shù)估計(jì)值仍為-0.0255，且在1%統(tǒng)計(jì)水平下顯著。因此，國(guó)外技術(shù)性貿(mào)易措施對(duì)中國(guó)貨物出口總體上存在顯著的負(fù)效應(yīng)，且呈現(xiàn)出負(fù)效應(yīng)當(dāng)期、滯后一期和滯后二期逐年遞減的規(guī)律。

(二)中國(guó)技術(shù)性貿(mào)易措施對(duì)本國(guó)出口影響的應(yīng)對(duì)機(jī)制模型

1.理論模型構(gòu)建、變量和數(shù)據(jù)說(shuō)明

前文提到的部分文獻(xiàn)也有關(guān)于TBT/SPS措施對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響的研究，通過(guò)將各類(lèi)科技發(fā)展指標(biāo)納入實(shí)證分析，驗(yàn)證了對(duì)企業(yè)的倒逼機(jī)制是這些措施對(duì)出口的負(fù)效應(yīng)逐年減弱的原因。然而，事實(shí)上存在不少中國(guó)政府有效應(yīng)對(duì)國(guó)外技術(shù)性貿(mào)易措施、幫助企業(yè)免于出口受制的案例，比如中國(guó)海關(guān)幫助國(guó)內(nèi)電子電氣、醫(yī)療器械等行業(yè)企業(yè)綜合運(yùn)用WTO規(guī)則，成功促成其它國(guó)家推遲、修訂或廢止部分TBT/SPS措施。(7)吳德群：《深圳海關(guān)技貿(mào)助“深圳智造”揚(yáng)帆出?！罚饷骶W(wǎng)，https://m.gmw.cn/2020-12/27/content_1301977609.htm，2021年10月31日訪問(wèn)。可見(jiàn)，政府的應(yīng)對(duì)機(jī)制對(duì)本國(guó)出口的影響也應(yīng)當(dāng)予以建模考量。

假設(shè)一個(gè)中國(guó)與世界其它國(guó)家和地區(qū)(ROW)的兩國(guó)模型，從經(jīng)驗(yàn)分析可以推斷，兩國(guó)均存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)和不完全競(jìng)爭(zhēng)，市場(chǎng)之間存在生產(chǎn)技術(shù)差異和需求偏好差異。在此假設(shè)和推斷下，考察兩國(guó)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易情況，選取2001年至2018年中國(guó)與ROW 96個(gè)行業(yè)(8)按《商品名稱(chēng)及編碼協(xié)調(diào)制度的國(guó)際公約》(HS)類(lèi)章劃分行業(yè)，將HS編碼前2位相同的商品歸為一個(gè)行業(yè)，在97個(gè)類(lèi)章中選取96個(gè)行業(yè)。考慮到數(shù)據(jù)可得性，未納入98章“特殊交易品及未分類(lèi)商品”。事實(shí)上，該章商品也不具備行業(yè)特征。的相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本。經(jīng)計(jì)算，中國(guó)96個(gè)行業(yè)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)(G-L指數(shù))約為0.48，雖低于發(fā)達(dá)國(guó)家0.60到0.70的水平，(9)韓玉軍：《國(guó)際貿(mào)易學(xué)(第二版)》，中國(guó)人民大學(xué)出版社2017年版，第122頁(yè)。但從中國(guó)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的行業(yè)分布來(lái)看，有逾半數(shù)行業(yè)的G-L指數(shù)超過(guò)0.50，年均出口額合計(jì)占比近70%。(10)根據(jù)WTO相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算得出。產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)的計(jì)算公式：IITi=1-|Xi-Mi|∕|Xi+Mi|，Xi和Mi分別是i行業(yè)的出口和進(jìn)口額。按96個(gè)行業(yè)分別計(jì)算2001年至2018年的G-L指數(shù)，再求得其算數(shù)平均值為0.4790。96個(gè)行業(yè)中，共有52個(gè)行業(yè)G-L指數(shù)超過(guò)0.50，合計(jì)年均進(jìn)出口額占比分別為59.37%和69.26%?？梢?jiàn)，構(gòu)建基于兩國(guó)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的應(yīng)對(duì)機(jī)制模型具有合理性。

前文已論證的拓展引力模型主要考量國(guó)外技術(shù)性貿(mào)易措施對(duì)中國(guó)貨物出口的總體影響，而應(yīng)對(duì)機(jī)制模型旨在考量中國(guó)政府出臺(tái)的本國(guó)技術(shù)性貿(mào)易措施對(duì)本國(guó)各行業(yè)出口的影響，雖然兩者研究的個(gè)體維度不同，但本質(zhì)上都是兩國(guó)模型。因此，應(yīng)對(duì)機(jī)制模型可以在前文拓展引力模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行調(diào)整：被解釋變量為“中國(guó)某行業(yè)的出口額(Exportit)”，核心解釋變量為“中國(guó)對(duì)某行業(yè)出臺(tái)SPS措施件數(shù)(CNSPSit)”(這里僅以SPS措施為例)；其它解釋變量相應(yīng)地調(diào)整為“人民幣對(duì)美元的匯率(ERUS1t)”“中國(guó)某行業(yè)進(jìn)口關(guān)稅稅率(CNTariffit)”“中國(guó)某行業(yè)的進(jìn)口額(Importit)”和“中國(guó)某行業(yè)受影響的SPS措施件數(shù)(SPSit)”等。

在引入雙邊經(jīng)濟(jì)規(guī)模和雙邊貿(mào)易壁壘(距離)等傳統(tǒng)引力模型解釋變量時(shí)，由于已設(shè)定中國(guó)和ROW兩國(guó)模型，故分別引入兩國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的時(shí)序變量(Y1t和Y2t)作為經(jīng)濟(jì)規(guī)模變量，但距離變量很難用中國(guó)與ROW的地理距離表示?？紤]到距離變量本質(zhì)上是用來(lái)評(píng)估貿(mào)易發(fā)生的可能性大小，因?yàn)榫嚯x增加的運(yùn)輸成本相當(dāng)于貿(mào)易的阻力，會(huì)減小雙邊貿(mào)易引力，而對(duì)各行業(yè)而言，其進(jìn)出口額在總貿(mào)易額中的占比從一定程度上也反映出雙邊貿(mào)易的可能性大小即占比越大，貿(mào)易阻力越小。因此，可以用各行業(yè)進(jìn)出口額分別占進(jìn)出口貿(mào)易總額比例乘積的倒數(shù)定義距離變量為：

Dit=1/(ExportPercentit×ImportPercentit)

(5)

其中，ExportPercentit和ImportPercentit分別為i行業(yè)t年度出口額和進(jìn)口額的占比。將距離變量代入傳統(tǒng)引力模型為：

(6)

其中，A是引力模型的常數(shù)系數(shù)。對(duì)等式兩邊取自然對(duì)數(shù)得到：

lnTit=lnA+ln(Y1t×ExportPercentit)+ln(Y2t×ImportPercentit)

(7)

(7)式將距離變量以行業(yè)出口額與進(jìn)口額占比的權(quán)重形式分別分配給中國(guó)和ROW的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，從而生成了兩個(gè)與行業(yè)和時(shí)序均相關(guān)的新的經(jīng)濟(jì)規(guī)模變量，即(分別用CNGDP1t、ROWGDP2t表示Y1t、Y2t)：

ExCNGDPit=CNGDP1t×ExportPercentit

ImROWGDPit=ROWGDP2t×ImportPercentit

實(shí)際上，當(dāng)被解釋變量從中國(guó)的國(guó)別出口額調(diào)整為行業(yè)出口額時(shí)，從維度對(duì)應(yīng)角度考慮，兩國(guó)模型中的經(jīng)濟(jì)規(guī)模變量也應(yīng)作出相應(yīng)調(diào)整，即調(diào)整為某行業(yè)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，然而各官方渠道均無(wú)按HS劃分行業(yè)的GDP統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。而在將距離變量按(7)式進(jìn)行權(quán)重分配時(shí)，其隱含的兩個(gè)假設(shè)是：中國(guó)各行業(yè)對(duì)中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(CNGDP1t)的貢獻(xiàn)度與其出口額的占比(ExportPercentit)相同，而ROW各行業(yè)對(duì)其GDP(ROWGDP2t)的貢獻(xiàn)度也與其出口額的占比(ImportPercentit)相同。在這兩個(gè)假設(shè)下，新的經(jīng)濟(jì)規(guī)模變量ExCNGDPit與ImROWGDPit被賦予了行業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的經(jīng)濟(jì)意義?？紤]到貨物和服務(wù)貿(mào)易的凈出口額是一國(guó)GDP的組成部分，該假設(shè)有一定的合理性。需要指出的是，對(duì)行業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的第一個(gè)假設(shè)要比第二個(gè)假設(shè)更貼近現(xiàn)實(shí)、更合理，因?yàn)镽OW是被簡(jiǎn)化的“模型國(guó)”，而實(shí)際上世界其它國(guó)家和地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的凈出口額并不只來(lái)源于中國(guó)，因此將中國(guó)各行業(yè)進(jìn)口額的占比作為考量ROW行業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的權(quán)重系數(shù)可能會(huì)相對(duì)失真。但作為兩國(guó)模型假設(shè)，將新的經(jīng)濟(jì)規(guī)模變量“中國(guó)某行業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(ExCNGDPit)”和“ROW某行業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(ImROWGDPit)”作為傳統(tǒng)引力模型解釋變量引入是合理的。具體模型設(shè)定如下：

lnExportit=β1lnCNSPSit+γ1lnExCNGDPit+γ2lnImROWGDPit+δ1lnERUS1t+δ2CNTariffit

+δ3lnSPSit+δ4lnImportit+ui+εit

(8)

其中，變量角標(biāo)1表示中國(guó)，i表示行業(yè)，t表示年度；ui、εit均為不可觀測(cè)項(xiàng)，其中，ui反映了各行業(yè)在中國(guó)與ROW之間發(fā)生產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的異質(zhì)性，εit為與行業(yè)和時(shí)間均有關(guān)的誤差擾動(dòng)項(xiàng)。主要變量及數(shù)據(jù)說(shuō)明、主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表7和表8。

表7 主要變量名稱(chēng)、含義及數(shù)據(jù)來(lái)源

表8 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

按(8)式對(duì)除“中國(guó)某行業(yè)進(jìn)口關(guān)稅稅率(CNTariffit)”以外的變量均取自然對(duì)數(shù)后，再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。所有變量均至少通過(guò)一種同根檢驗(yàn)(LLC和HT法)和一種異根檢驗(yàn)(IPS、Fisher Type和Hadri LM法)。故判定該平衡面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)，可以進(jìn)行回歸分析。

2.估計(jì)方法、穩(wěn)健性檢驗(yàn)和回歸結(jié)果

值得注意的是，傳統(tǒng)引力模型解釋變量之一的ROW行業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(lnImROWGDPit)符號(hào)為負(fù)，和預(yù)期不符。正如前文所指出的那樣，一個(gè)可能的原因是用各行業(yè)進(jìn)出口額占比乘積的倒數(shù)來(lái)定義距離變量，并將進(jìn)口額占比以權(quán)重形式分配給ROW的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值未必真實(shí)反映了ROW行業(yè)GDP貢獻(xiàn)度。因此，在進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)，考慮用ROW國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(lnROWGDPit)替換行業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(lnImROWGDPit)進(jìn)行回歸。按同樣的估計(jì)步驟，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果也采用表10第(3)列LSDV法個(gè)體固定效應(yīng)模型聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的回歸結(jié)果?？梢钥吹?，替換解釋變量后，ROW國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(lnROWGDPit)符號(hào)變正，符合引力模型預(yù)期，除了行業(yè)進(jìn)口額(lnImportit)符號(hào)有變、顯著性下降外，其余6個(gè)解釋變量均在0.1%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，而模型重點(diǎn)關(guān)注的與SPS措施有關(guān)的兩個(gè)解釋變量(lnCNSPSit、lnSPSit)符號(hào)均維持不變，核心解釋變量(lnCNSPit)參數(shù)估計(jì)值變大的同時(shí)，顯著性也大為提升，因此可以認(rèn)為該應(yīng)對(duì)機(jī)制模型穩(wěn)健。

表9 基準(zhǔn)回歸結(jié)果比較

表10 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果比較

將表9第(3)列的基準(zhǔn)回歸結(jié)果參數(shù)估計(jì)值代入應(yīng)對(duì)機(jī)制模型(8)式后，可以得到具體回歸方程如下：

(0.00787) (0.0285) (0.0399) (0.104)

-1.642CNTariffit+0.500lnImportit-0.0451lnSPSit

(9)

(0.376) (0.0317) (0.00882)

從(9)式可以看出，在其他條件不變的情況下，如果中國(guó)對(duì)某行業(yè)年新增1%的SPS措施件數(shù)，那么中國(guó)該行業(yè)年出口額將增長(zhǎng)0.0178%。從表8可以看到，2001至2018年間中國(guó)96個(gè)行業(yè)出口額從1284.17萬(wàn)美元到7254.68億美元不等，均值約為151億美元，而中國(guó)對(duì)各行業(yè)年均新增(含實(shí)施)SPS措施約為0.47件，按均值推算，中國(guó)如年新增1件SPS措施，中國(guó)相應(yīng)行業(yè)的年出口額或增加5.69億美元。因此，中國(guó)政策層面及時(shí)制定出臺(tái)本國(guó)的SPS措施對(duì)各行業(yè)出口的正效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)和經(jīng)濟(jì)上都很顯著，證明其是國(guó)外技術(shù)性貿(mào)易措施對(duì)中國(guó)出口滯后負(fù)效應(yīng)減弱的原因之一。

事實(shí)上，中國(guó)入世的20年間，WTO通報(bào)的96個(gè)行業(yè)SPS措施中，中國(guó)受影響的件數(shù)從2001年的465件上升至2020年的798件，年均增長(zhǎng)4.76%，而通報(bào)的中國(guó)出臺(tái)措施件數(shù)只相當(dāng)于中國(guó)受影響件數(shù)的5.65%。鑒于應(yīng)對(duì)機(jī)制模型的實(shí)證分析結(jié)果，積極研究出臺(tái)本國(guó)的技術(shù)性貿(mào)易措施應(yīng)當(dāng)引起中國(guó)政府的足夠重視。

四、結(jié)論和政策建議

(一)加快推進(jìn)“同線同標(biāo)同質(zhì)”，引領(lǐng)中國(guó)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)

雖然國(guó)外技術(shù)性貿(mào)易措施對(duì)中國(guó)出口總體負(fù)效應(yīng)顯著，但其以保護(hù)生命健康安全等為目的要求出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升，是與中國(guó)追求高質(zhì)量發(fā)展、推進(jìn)國(guó)內(nèi)和國(guó)際兩個(gè)市場(chǎng)供給產(chǎn)品“同線同標(biāo)同質(zhì)”的目標(biāo)相一致的。中國(guó)政府應(yīng)從滿足人民美好生活需要和服務(wù)國(guó)家戰(zhàn)略出發(fā)，對(duì)影響國(guó)計(jì)民生的重點(diǎn)行業(yè)加快完善法律制度、提高產(chǎn)品質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)、統(tǒng)一國(guó)內(nèi)外認(rèn)證體系，通過(guò)引領(lǐng)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)讓人民分享出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的溢出效應(yīng)。

(二)深化國(guó)際經(jīng)貿(mào)標(biāo)準(zhǔn)合作，促進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)國(guó)際接軌互認(rèn)

為掌握技術(shù)性貿(mào)易措施應(yīng)對(duì)的主動(dòng)權(quán)，中國(guó)政府應(yīng)廣泛參與各類(lèi)國(guó)際的標(biāo)準(zhǔn)化組織的相關(guān)工作，深入了解國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)制定的趨勢(shì)與方向，快速全方位推動(dòng)中國(guó)標(biāo)準(zhǔn)與國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)接軌。通過(guò)加強(qiáng)雙邊、多邊和區(qū)域性經(jīng)貿(mào)合作達(dá)成標(biāo)準(zhǔn)跨國(guó)互認(rèn)協(xié)議，將技術(shù)性貿(mào)易措施標(biāo)準(zhǔn)互認(rèn)納入貿(mào)易便利化框架，以及對(duì)已簽訂的貿(mào)易協(xié)定升級(jí)談判等形式，提前掃除可能存在的技術(shù)性貿(mào)易壁壘。

(三)提升政府協(xié)同治理能力，合力指導(dǎo)出口企業(yè)應(yīng)對(duì)

2018年4月，中國(guó)國(guó)務(wù)院機(jī)構(gòu)改革后，海關(guān)總署和國(guó)家市場(chǎng)監(jiān)督管理總局均有技術(shù)性貿(mào)易措施相關(guān)管理職責(zé)，主管部門(mén)的多渠道咨詢(xún)?cè)诒憷髽I(yè)的同時(shí)，也會(huì)因多頭管理讓一些新興小微企業(yè)無(wú)所適從。政府主管部門(mén)應(yīng)進(jìn)一步厘清事權(quán)，整合TBT/SPS措施的信息化平臺(tái)，建立專(zhuān)家團(tuán)隊(duì)合作機(jī)制，明確市場(chǎng)監(jiān)督管理局主內(nèi)、海關(guān)主外的路徑指引，共同引導(dǎo)中國(guó)企業(yè)在生產(chǎn)和出口兩個(gè)環(huán)節(jié)應(yīng)對(duì)技術(shù)性貿(mào)易措施。

(四)發(fā)揮行業(yè)企業(yè)主體作用，綜合運(yùn)用WTO規(guī)則維權(quán)

在生產(chǎn)環(huán)節(jié)，中國(guó)企業(yè)應(yīng)主動(dòng)關(guān)注TBT/SPS措施通報(bào)情況，及時(shí)咨詢(xún)市場(chǎng)監(jiān)督管理部門(mén)，提前開(kāi)展技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)比較研究；行業(yè)企業(yè)應(yīng)積極推動(dòng)主管部門(mén)制定和修訂中國(guó)的TBT/SPS技術(shù)法規(guī)、標(biāo)準(zhǔn)及合格評(píng)定程序，充分發(fā)揮應(yīng)對(duì)機(jī)制的正效應(yīng)。在出口環(huán)節(jié)，企業(yè)應(yīng)增強(qiáng)WTO規(guī)則維權(quán)意識(shí)，通過(guò)各地海關(guān)對(duì)受制的TBT/SPS措施提出評(píng)議需求，促成WTO通報(bào)評(píng)議階段推遲實(shí)施或更改措施；充分利用TBT和SPS委員會(huì)每年各召開(kāi)三次例會(huì)的機(jī)會(huì)，通過(guò)海關(guān)對(duì)不符合TBT/SPS協(xié)議原則的措施提出特別貿(mào)易關(guān)注，維護(hù)自身公平貿(mào)易權(quán)。